[摘要] 利用商業(yè)產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)之間關(guān)系的簡(jiǎn)單計(jì)量方法, 不僅可以研究一個(gè)國(guó)家、一個(gè)地區(qū)的商業(yè), 甚至是一個(gè)商業(yè)產(chǎn)業(yè)集群與區(qū)域內(nèi)各個(gè)產(chǎn)業(yè)之間及區(qū)域經(jīng)濟(jì)整體之間的關(guān)系, 而且可以進(jìn)行跨地區(qū)的比較分析, 以CD 生產(chǎn)函數(shù)建立商業(yè)產(chǎn)出模型, 用商業(yè)產(chǎn)業(yè)與相關(guān)產(chǎn)業(yè)互動(dòng)發(fā)展和商業(yè)產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的因果關(guān)系檢驗(yàn), 以此為商業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的產(chǎn)業(yè)政策制定提供實(shí)行依據(jù)。

[關(guān)鍵詞] 商業(yè)產(chǎn)業(yè) 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 產(chǎn)出模型

Abstr act: To uses the simple econometric approach of commercial industry and the region economy not onlymay study a nation, a local trade, even is in one commercial industry colony, each industrial region and wholeeconomical relations. It can carry on the comparison analysis cross local area, establishment trade model by theCD production function, examine with the interaction development of commercial industry and the correlation industry,the causal relation of commercial industry and the region economical rate of increment, provides the feasiblebasis for the commercial industry policy formulation

Key words: the commercial industry; economical growth; delivers the model

自20 世紀(jì)90 年代中期以來, 我國(guó)流通領(lǐng)域中市場(chǎng)秩序混亂、假冒偽劣現(xiàn)象嚴(yán)重、流通質(zhì)量和流通效率較低、流通成本較高等問題日益突出, 已成為制約國(guó)民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的重要因素, 迫使人們開始重新認(rèn)識(shí)商業(yè)的地位和作用, 確立了商業(yè)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的先導(dǎo)產(chǎn)業(yè)。有關(guān)商業(yè)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)、地區(qū)經(jīng)濟(jì)以及相關(guān)產(chǎn)業(yè)之間關(guān)系的定性描述和論證研究較多, 但很少看到有關(guān)商業(yè)產(chǎn)業(yè)方面的計(jì)量分析。筆者以上海為例, 通過商業(yè)產(chǎn)出模型和格蘭杰因果檢驗(yàn), 研究商業(yè)產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)以區(qū)域經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系。

一、商業(yè)產(chǎn)業(yè)模型

( 一) 關(guān)于計(jì)量檢驗(yàn)所選指標(biāo)的說明1.商業(yè)資本總量是商業(yè)活動(dòng)中實(shí)際占用的各種有形資產(chǎn), 包括固定資產(chǎn)凈值和流動(dòng)資產(chǎn)品, 商業(yè)資本總量是計(jì)量商業(yè)投入規(guī)模的重要指標(biāo)。2.商業(yè)從業(yè)人數(shù)是指截止各年年底商業(yè)領(lǐng)域的從業(yè)人員數(shù)量, 主要反映商業(yè)勞動(dòng)力的投入數(shù)量,也從直觀上反映了商業(yè)產(chǎn)業(yè)的規(guī)模。3.商業(yè)增加值是指一定時(shí)期內(nèi)商業(yè)活動(dòng)創(chuàng)造的、以貨幣單位計(jì)量的最終成果, 較全面的涵擴(kuò)了商業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的各項(xiàng)產(chǎn)出, 是GDP 的構(gòu)成之一, 也是商業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)的最主要計(jì)量指標(biāo)。4.社會(huì)消費(fèi)品零售總額指國(guó)民經(jīng)濟(jì)各行業(yè)直接售給城鄉(xiāng)居民和社會(huì)集團(tuán)的消費(fèi)品總額, 它是反映各行業(yè)通過多種商品流通渠道向居民和社會(huì)集團(tuán)供應(yīng)的生活消費(fèi)品總量, 是研究零售市場(chǎng)變動(dòng)情況、反映經(jīng)濟(jì)景氣程度的重要指標(biāo)。5.國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值( GDP) 是對(duì)一個(gè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的標(biāo)準(zhǔn)衡量指標(biāo), 即對(duì)某國(guó)居民在一特定時(shí)間內(nèi)生產(chǎn)的商品和勞務(wù)的貨幣價(jià)值的總值的衡量。由于我國(guó)歷年統(tǒng)計(jì)指標(biāo)選取不同, 統(tǒng)計(jì)口徑也時(shí)有變化, 現(xiàn)根據(jù)上海商業(yè)( 1995~2002) 數(shù)據(jù),選取商業(yè)資本總量、商業(yè)從業(yè)人數(shù)、社會(huì)消費(fèi)品零售總額等指標(biāo)進(jìn)行分析, 數(shù)據(jù)見表1。

( 二) 以CD 生產(chǎn)函數(shù)建立商業(yè)產(chǎn)出模型CD 生產(chǎn)函數(shù)的數(shù)學(xué)表達(dá)式為Y=AK!L", 在這里Y、K、L 分別表示社會(huì)消費(fèi)品零售額、社會(huì)的商業(yè)資本和勞動(dòng)投入, #、$、A 分別是待估計(jì)的參數(shù)。利用時(shí)間序列數(shù)據(jù)估計(jì)生產(chǎn)函數(shù), 通過取對(duì)數(shù), CD 生產(chǎn)函數(shù)轉(zhuǎn)化為:LnY=lnA+lnK+lnl利用OLS 法可以估計(jì)lnA, a 和B 的值。運(yùn)用Eviews3.0 軟件, 生成Y、K、L 的時(shí)間序列數(shù)據(jù), 再進(jìn)一步取對(duì)數(shù)生成lnY、lnK、lnL 的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。運(yùn)用OLS 法( 普通最小二乘法) 估計(jì), 其結(jié)果見表2。 R2=0.899259, R2 =0.858962 都接近于1, 表明模型擬合的效果非常好; F 檢驗(yàn)的相伴概率Prob(F- statistic)=0.003221, 反映了變量呈高度線性; 德賓- 沃森統(tǒng)計(jì)值D.W=2.211691, 對(duì)于n=8 時(shí)查表得dl=0.559, du=1.777, 根據(jù)判定法則不存在自相關(guān)。我們認(rèn)為通過檢驗(yàn), 得到回歸方程如下:LY=- 13.98468018+1.065092437*LK+0.4573351094*LL所以商業(yè)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)模型為: 通過該模型我們知道, 在商業(yè)產(chǎn)業(yè)中, 每增加1 單位的資本, 產(chǎn)出增加1.07 個(gè)單位; 每增加1 單位的勞動(dòng), 產(chǎn)出增加0.46 個(gè)單位, 驗(yàn)證了目前我國(guó)商業(yè)是勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的說法。商業(yè)產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)85.9%可由資本及勞動(dòng)的增長(zhǎng)解釋。%+&=1.07+0.46=1.53>1,在此階段內(nèi), 上海市的商業(yè)產(chǎn)業(yè)具有規(guī)模報(bào)酬遞增的特征。二、商業(yè)產(chǎn)業(yè)與相關(guān)產(chǎn)業(yè)互動(dòng)發(fā)展的因果關(guān)系檢驗(yàn)( 一) 格蘭杰檢驗(yàn)的原理格蘭杰檢驗(yàn)的基本依據(jù)是: 將來不能預(yù)測(cè)過去; 如果y 的變化是由x 引起的, 則x 的變化應(yīng)該發(fā)生y 的變化之前。因此, 利用分布滯后的概念,格蘭杰對(duì)變量之間的因果關(guān)系做了如下定義: 如果x 是引起y 變化的原因, 則x 應(yīng)該有助于預(yù)測(cè)y, 即在y 關(guān)于y 過去值的回歸中, 添加x 的過去值作為獨(dú)立的解釋變量, 應(yīng)該顯著增加回歸的解釋能力。此時(shí), 稱x 為y 原因( Granger cause) , 記為xy。同理可知, y 若是引起x 變化的原因且有助于預(yù)測(cè)x并能在回歸中顯著, 那么稱y 為x 的原因, 記為yx。此時(shí)存在雙向因果關(guān)系, y 與x 的變化都以對(duì)方的變化解釋。利用OLS 法, 估計(jì)兩個(gè)分布滯后模型 并計(jì)算各自的殘差平方和RSS1 和RSS2。假設(shè)H0: b1=b2……=bk=0(x≠>y), 即假設(shè)在模型1 中添加x 的滯后變量并不能顯著地增加模型地解釋能力。為檢驗(yàn)該假設(shè), 構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量: 利用F 統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)原假設(shè)H0, 對(duì)于給定的顯著水平!, 若F>F0, 則拒絕原假調(diào), 認(rèn)為bi 中至少有一個(gè)顯著地不為零, 即x 是引起y 變化的原因( x!y) 。反之, 則認(rèn)為x 不是引起y 變化的原因(x≠>y) 。同理, 也可以檢驗(yàn)y 是否引起x 變化的原因。( 二) 統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)及所選指標(biāo)說明相關(guān)產(chǎn)業(yè)僅限于除商業(yè)以外的其他第三產(chǎn)業(yè),包括郵政、通訊、運(yùn)輸、社會(huì)服務(wù)、房地產(chǎn)、金融等行業(yè)。并選用第三產(chǎn)業(yè)增加值的時(shí)間序列數(shù)據(jù)作為觀測(cè)對(duì)象, 進(jìn)行檢驗(yàn), 統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)見表3, 其中第二列為歷年上海市第三產(chǎn)業(yè)增加值, 第三列為歷年商業(yè)產(chǎn)業(yè)增加值( 含餐飲業(yè)) , 第四列為剔除商業(yè) 增加值的第三產(chǎn)業(yè)增加值。( 三) 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)歷年商業(yè)產(chǎn)業(yè)增加值以時(shí)間序列{xi}表示, 剔除商業(yè)的第三產(chǎn)業(yè)增加值以時(shí)間序列{yi}表示。運(yùn)用Eviews3.0 軟件, 生成xi、yi 的時(shí)間序列, 再進(jìn)一步取對(duì)數(shù)得到lnxi 和lnyi 的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。為使序列平穩(wěn)化, 分別對(duì){lnxi}和{lnyi}進(jìn)行了ADF 檢驗(yàn), 其結(jié)果見表4。在二階差分并取滯后期為2 的情況下, t 統(tǒng)計(jì)量的值是- 2.917, 小于10%顯著性水平下的臨界值- 1.6251, 說明時(shí)間序列{lnxi}是平穩(wěn)的。同理再對(duì){lnyi}進(jìn)行ADF 檢驗(yàn), 檢驗(yàn)結(jié)果見表5。同樣在二階差分并取滯后期為2 的情況下, t統(tǒng)計(jì)量的值是- 1.901, 小于10%顯著性水平下的臨界值- 1.6251, 說明時(shí)間序列{lnyi}是平穩(wěn)的, 接下來, 進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)。構(gòu)造假設(shè)如下:原假設(shè): “ H0: 商業(yè)不是促進(jìn)相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的原因”;備擇假設(shè): “ H1: 商業(yè)是促進(jìn)相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的原因” 注意到P(F>4.10693)=0.03507<5%, 即在5%顯著性水平下, 拒絕原假設(shè)“ 商業(yè)不是促進(jìn)相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的原因”, 也就是說商業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可以促進(jìn)相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。同樣, P(F>4.10693)=0.03507<5%,即拒絕原假設(shè)“ 相關(guān)產(chǎn)業(yè)不是促進(jìn)商業(yè)增長(zhǎng)的原因”, 說明了相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可以同樣促進(jìn)商業(yè)的發(fā)展, 這樣便驗(yàn)證了產(chǎn)業(yè)與相關(guān)產(chǎn)業(yè)互動(dòng)發(fā)展的說法。三、商業(yè)產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的因果關(guān)系檢驗(yàn)商業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng), 而區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又能予商業(yè)產(chǎn)業(yè)的成長(zhǎng)以積極地推動(dòng), 即存在著“ 循環(huán)積累因素” 效應(yīng)。選取上海市1978~2003 的商業(yè)增加值和GDP 為對(duì)象( 見表7) ,通過格蘭杰( Granger) 因果關(guān)系檢驗(yàn), 以證明之。原假設(shè): “ H0: 區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是促進(jìn)商業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的原因”;備擇假設(shè): “ H1: 區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是促進(jìn)商業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的原因”;以{xi}表示上海市GDP 的時(shí)間序列, {yi}表示商業(yè)增加值的序列, 觀察期選從1978 年至2003 年。進(jìn)行檢驗(yàn)以前, 分別對(duì)兩個(gè)時(shí)間序列取對(duì)數(shù), 使序列平穩(wěn)化。運(yùn)用Eviews3.0 軟件, 生產(chǎn)xi、yi 的時(shí)間序列 數(shù)據(jù), 再進(jìn)一步取對(duì)數(shù)生成lnxi、lnyi 的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn), 都進(jìn)行二階非差分同時(shí)選擇滯后期為1, 結(jié)果見表8。通過ADF 檢驗(yàn)可行, 檢驗(yàn)t 統(tǒng)計(jì)量值為- 4.293007, 小于10%顯著性水下的臨界狀態(tài)界值- 1.6238, 說明lnxi 序列平穩(wěn)。同理再對(duì)lnyi 檢驗(yàn),結(jié)果見表9。檢驗(yàn)t 統(tǒng)計(jì)量值為- 4.747880, 小于10%顯著 性水下的臨界狀態(tài)界值- 1.6238, 說明lnyi 充列平穩(wěn)。

接下來, 對(duì)新的時(shí)間序列{lnxi}、{lnyi}進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn), 選擇滯后期為2, 結(jié)果見表10。注意到P(F>4.46411)=0.02575<10%, 即在10%顯著性水平下, 拒絕原假設(shè)“ 區(qū)域經(jīng)濟(jì)不是商業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的原因”, 也就是說區(qū)域經(jīng)濟(jì)促進(jìn)商業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。同時(shí)又有, P(F>4.21193)=0.03062<10%, 即拒絕原假設(shè)“ 商業(yè)產(chǎn)業(yè)不是促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因”, 說明商業(yè)產(chǎn)業(yè)可以促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。鑒于筆者研究上海商業(yè)產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)( 不含商業(yè)) 、以及GDP 之間的關(guān)系, 但是卻給出一種分析商業(yè)產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)之間關(guān)系的簡(jiǎn)單計(jì)量方法。利用此方法, 可以研究一個(gè)國(guó)家、一個(gè)地區(qū)的商業(yè), 甚至是一個(gè)商業(yè)產(chǎn)業(yè)集群與區(qū)域內(nèi)各個(gè)產(chǎn)業(yè)之間以及區(qū)域經(jīng)濟(jì)整體之間的關(guān)系, 并可以進(jìn)行跨地區(qū)的比較分析, 從而為商業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)政策制定提供實(shí)證依據(jù)。

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